环境规制的“双重红利”效应研究

杨 喆，陈庆慧

（青岛大学 经济学院，山东 青岛 266071）

改革开放以来，中国经济发展迅速，已成为世界第二大经济体。然而，经济快速发展的同时，环境污染、能源过度消耗等问题也日益突出，环境污染给中国带来的经济损失约占GDP的8%—15%［1］。耶鲁大学和世界经济论坛等机构联合发布的《2020全球环境绩效指数》中，中国在180个国家和地区中空气质量排名120位。2019年中国生态环境公报显示，全国338个地级及以上城市中，有180个城市环境空气质量超标，占比53.4%；全国463个检测降水的城市（区、县）中，出现酸雨的城市比例为33.3%。“高能耗、高污染、高排放、低效率”的粗放型经济发展方式显然已不再适用于当今中国［2］。如何实现经济增长与环境保护协调发展已成为社会各界关注的焦点。

面对依然严峻的环境问题，中国政府不断加强环境治理并出台一系列针对性的环境规制政策，旨在实现降低环境污染与促进经济增长的“双重红利”，进而推动经济高质量发展。那么，在当今中国，环境规制政策的实施是否真的存在“双重红利”？若存在，环境规制的“双重红利”效应是通过何种途径实现？明晰这些问题对于未来环境规制政策体系的继续完善以及实现环境改善和经济发展的“双赢”具有重要现实意义。鉴于此，本文在分析环境规制对污染排放和经济增长的影响机制基础上，实证分析中国环境规制政策的“双重红利”效应及其影响途径，以期为实现中国经济高质量发展提供政策参考。

一、文献综述

有关环境规制“绿色红利”效应的研究。大部分学者通过研究证实了环境规制“绿色红利”的存在，即环境规制的实施可以有效降低污染排放。Wang利用中国3000家工业企业的数据，提出有效的排污费率可以显著降低污染排放［3］。李永友和沈坤荣研究了环境规制与工业污染排放的关系，证实了中国环境规制的实施可以有效抑制污染排放，抑制作用主要是通过排污收费制度实现［4］。有学者研究环境规制与空气污染的关系，发现政府环境治理有效地改善了空气质量［5-6］。Hashmi研究了1999年至2014年环境法规对OECD国家碳排放的影响，发现在OECD国家，当人均环境税收提高1%时，可以使二氧化碳排放降低0.03%［7］。另一方面，有学者研究发现环境规制的实施会加重环境污染。Sinn指出环境规制强度的增大会导致化石能源的开采、消耗加快，从而加重环境污染情况［8］。Smulders研究发现，政府提前宣布征收碳税会引起“绿色悖论”［9］。余长林和高宏建基于1998—2012年中国省际数据实证分析，得出“中国当前的环境规制不利于环境质量的改善”的结论［10］。黄寿峰通过引入影子经济发现，环境规制会扩大非正式部门影子经济的规模，间接加剧环境污染［11］。

有关环境规制“蓝色红利”效应的研究。环境规制的实施具有“遵循成本”效应和“波特效应”，从而对经济增长产生影响。一方面，环境规制的实施会因遵循成本效应提高企业生产成本，企业的合规成本会挤占企业技术创新支出，从而降低企业生产率和利润，对经济发展产生负面影响。Barbera和Mcconnell对美国钢铁、化工等行业进行研究，发现在20世纪70年代，美国环境规制的实施使高污染行业的生产率下降了10%—30%［12］。Olga和Grzegorz研究了波兰环境规制与经济增长的关系，研究发现限制二氧化硫和氮氧化物排放的环境法规抑制了经济的增长［13］。Hancevic研究美国的《清洁空气法》修正案对燃煤锅炉生产率和产量的影响，结果显示该法案对燃煤锅炉生产率降低1—1.25%［14］。黄清煌和高朋［15］、范庆泉和张同斌［16］、孙玉阳等［17］的实证分析也表明环境规制工具的实施对经济发展、社会福利存在显著的抑制作用。但在另一方面，Porter和Linde提出了不同看法，他们认为当环境规制力度增强时，虽在短期会发生减排治污成本挤占企业技术创新资金的现象，但从长期看，排污成本的提高会倒逼企业进行技术创新，产生“创新补偿效应”以抵消企业合规成本的增加，进而促进经济发展［18］。Mazzanti和Zoboli研究了意大利环境规制的实施对29个行业的影响，发现环境规制能够显著提升大多数行业的产出［19］。Lanoie［20］、Testa［21］等通过实证分析，得出“环境规制的实施刺激了企业创新，有助于提高企业绩效”的结论。原毅军和刘柳将环境规制分为投资型、费用型两类，研究发现投资型环境规制可以促进经济增长［22］。张娟考察环境规制对资源型城市经济增长的作用，结果表明环境规制对经济发挥正面影响［23］。何兴邦［24］、陶静和胡雪萍［25］研究发现环境规制强度的提升对中国经济增长质量具有显著的促进作用。

综上所述，国内外学者从不同视角分析环境规制对污染排放和经济增长的影响，取得了诸多有益的研究成果，但仍存在进一步拓展的空间。一是少有学者同时考虑环境规制的减排红利和经济增长红利，而这是经济高质量发展的内在要求；二是少有学者系统分析环境规制“双重红利”效应的作用途径。鉴于此，本文利用2003—2016年中国286个地级及以上城市数据，同时分析环境规制的“双重红利”效应，并从产业结构升级、创新能力和外商投资等方面系统分析环境规制“双重红利”效应的作用途径。

二、理论分析

环境规制对污染排放、经济增长的影响存在多种途径。本文将从产业结构升级、创新能力和外商投资三方面系统分析环境规制对污染排放和经济增长的影响途径。

（一）产业结构升级途径

环境规制对产业结构的影响主要有三个方面，即淘汰落后产业［26］、为高污染高耗能设置进入壁垒和孵化新兴绿色产业。首先，环境规制的实施通过颁布严格的污染排放标准，增加了企业治污成本，这将逐渐淘汰高污染、高耗能的企业，促使经济发展方式的转变，推动产业结构升级。其次，严格环境规制的实施会增加新建高污染行业企业的沉没成本，减少新建污染行业的平均利润，削弱了其竞争优势，从而一定程度上使新建污染企业的数量减少，抑制了污染行业规模的扩大，促进产业结构升级。最后，环境规制的实施，能够推动清洁型产业的发展。政府部门实施环境规制，会对清洁行业在财政政策和产业政策上给予一定的支持，因此清洁型产业的发展具有“绿色优势”。人才、资金不断流入清洁产业，促进了清洁型产业的发展。综上，环境规制能够推动产业结构升级［27］，合理配置资源，减少污染排放，同时促进经济增长。

（二）创新能力途径

环境规制对创新的影响既有消极的“挤出效应”，也有积极的“补偿效应”。新古典经济学相关理论认为环境规制的实施会增加企业的生产成本，从而挤占企业创新支出，不利于企业进行技术创新。同时，“挤出效应”还表现为“投资挤出”，即严格的环境规制会使企业转至环境规制较为宽松的地区进行生产投资，从而减少了企业在当地的投资和创新投入。另一方面，政府部门实施严格的环境规制政策，对企业污染排放进行限制，这将增加企业的治污成本。企业作为理性经济人，日益严格的环境规制会倒逼企业进行技术创新，提高企业生产率，提升治理污染能力，即“创新补偿效应”。综上，环境规制通过影响技术创新，影响企业治污能力和生产率，从而对企业污染排放和经济发展发挥作用。

（三）外商投资途径

环境规制对外商直接投资的研究多集中在“污染避难所效应”。相比于发达国家，发展中国家的环境规制强度较弱，发达国家就会将高污染、高耗能的产业转移到发展中国家，从而降低高污染企业的成本。环境标准较弱的国家作为发达国家高污染行业的“避难所”，势必会加重本国污染，影响本国经济发展。但这种“污染避难所效应”在中国多集中于改革开放初期［28］。随着中国环境规制政策体系的完善，环境规制为外资流入设置了严格的门槛，加大了外资企业，尤其是污染型外资企业的生产成本和治污成本，从而限制了污染型外资的流入，加大了清洁型外资流入的比重。清洁型外资通过技术溢出效应促进了流入地经济发展，同时也减少了污染排放。综上，环境规制能够通过外商投资来影响污染排放和经济增长。

根据以上分析，本文提出以下研究假说：

H1：环境规制能够促进企业减少污染排放，实现“绿色红利”。

H2：一定强度的环境规制能够推动经济增长，实现“蓝色红利”。

H3：环境规制的“双重红利”通过产业结构升级、创新能力提升及外商投资等途径实现。

三、计量模型和变量说明

（一）环境规制的“绿色红利”

1.计量模型设定

为了验证环境规制对工业污染排放的影响，结合现有研究以及本文研究假说，构建如下基本计量模型：

其中，i表示省份，t表示时间，pollutionit为被解释变量，表示工业污染排放强度，erit为环境规制强度，Xit为相关控制变量，μi为地区固定效应，δt为时间固定效应，εit为随机扰动项。

2.变量说明

（1）污染排放强度（pollution）。本文参考沈坤荣等［29］方法，使用各城市工业废水、工业二氧化硫和工业烟（粉）尘排放量核算该地区工业污染排放。具体方法如下：

第一步，计算第i个城市排放物的排放量相对全国平均水平的排放指数。

第二步，计算三种工业污染排放相对全国平均水平的排放指数的算数平均值，该值越大，说明第i个城市工业污染强度越大。

（2）环境规制强度（er）。国内外学者衡量环境规制的方法多样［30-31］。考虑到单一指标无法全面反映环境规制的现实情况，本文参考傅燕京、李丽莎的方法［32］，使用工业二氧化硫去除率、工业烟粉尘去除率、一般工业固体废物综合利用率、污水处理厂集中处理率和生活垃圾无害化处理率的平均值综合表示环境规制，该指标数值越大，表示环境规制强度越大。

（3）控制变量（X）。为尽量减少因遗漏变量而造成的估计结果偏差，本文在研究环境规制对工业污染排放效应时选取如下控制变量：①人口数（human），使用各地区年末户籍人口数表示；②互联网普及率（network）：使用各城市互联网使用人数表示［5］；③财政分权（fiscal）：使用各城市一般公共财政收入与一般公共财政支出的比重表示，该数值体现了地方政府财政的自主性［29］；④创新投入（tech）：使用各城市科研人数表示［33］；⑤基础设施建设（transport）：使用各城市全年公共汽（电）车客运总量表示［6］；⑥社会投资规模（invest）：使用各城市全社会投资总额表示［34］。

（二）环境规制的“蓝色红利”

1.回归模型设定

为分析环境规制对经济增长的影响，结合上述理论分析和研究假说，本文构建如下计量模型：

其中，i表示省份，t表示时间，pgdpit为被解释变量，表示经济增长；erit为环境规制强度，本文在加入环境规制一次项的基础上，加入二次项er2it研究环境规制对经济增长的非线性关系是否存在；Xit为相关控制变量，μi为地区固定效应，δt为时间固定效应，εit为随机扰动项。

2.变量说明

（1）经济增长指标（pgdp）。本文参考陈诗一和陈登科［5］的表示方法，使用人均实际GDP的自然对数来衡量各个城市经济增长。

（2）环境规制强度（er）。环境规制指标的构造与前文相同。

（3）控制变量（X）。①财政分权（fiscal）：衡量方法与上文相同；②人口密度（density）：用各城市年末总人口与行政区域面积的比值表示；③工业企业规模（size）：使用工业总产值与规模以上工业企业数的比值表示［25］，并取对数处理；④资源丰裕度（resource）：借鉴李毅等方法，使用各城市采矿业就业人表示［33］，并取对数处理；⑤消费潜力（consume）：参考史贝贝等衡量方法，使用1减去居民人民币储蓄存款余额与GDP的比值表示［35］；⑥失业人数（unemploy）：使用城市登记失业人数表示［6］，并取对数处理。

（三）数据来源

鉴于数据的完整性和可得性，本文采用2003—2016年中国286个地级及以上城市面板数据，原始数据来源于历年《中国城市统计年鉴》和各省份统计年鉴。为了提高估计的准确性和可信度，本文采用各城市生产总值指数对人均GDP进行平减以调整为可比价格，基期为2003年。变量的描述性统计见表1。

表1 变量的描述性统计

四、环境规制“绿色红利”实证结果分析

（一）基准回归结果分析

为确保本文回归结果的稳定性，识别控制变量是否对核心解释变量估计结果造成影响，在基准回归分析中，本文采取逐步添加控制变量方法对模型进行调整，并采用双重固定效应模型进行回归分析，具体回归结果如表2所示。

表2（1）—（7）列回归结果显示，无论是否加入控制变量，环境规制对工业污染排放的影响均在1%的水平上显著为负。这说明中国环境规制的实施显著抑制了工业污染排放，环境规制的“绿色红利”在中国存在，假说1得到验证。随着中国环境规制强度的提升，工业企业治污成本逐步加大，这将迫使企业改良生产技术，调整产业结构，减少污染排放。同时，环境规制强度的增大，也将逐步淘汰高污染、高耗能的企业，增加新建高污染行业企业的沉没成本，降低其竞争优势，减少新建立污染企业的数量。因此，环境规制的实施能够显著抑制污染排放。

表2 环境规制“绿色红利”基准回归结果

控制变量方面：人口（human）的回归系数为正且通过了1%的显著性水平检验，这说明在现阶段中国人口规模的扩大促进了工业污染排放。人口规模的扩大会加大能源资源消耗，进而对环境产生负面影响。互联网普及率（network）的回归系数显著为负，对工业污染排放发挥抑制作用。互联网普及率的提升，加强了公众对工业污染企业的监督，工业企业为保护企业声誉，会减少污染排放，避免污染环境行为。财政分权（fiscal）回归系数显著为正。随着地方财政自主权水平提高，为保证当地经济持续增长，地方政府可能会放松对高税收、高污染企业的监察力度，不利于减少污染排放。创新投入（tech）系数为负，且通过了1%的显著性水平检验。城市创新能力越强，工业企业越能够创新、改良生产技术，从而减少污染排放。基础设施建设系数为负，说明城市基础设施建设越完善，将抑制工业污染排放。社会投资规模（invest）系数显著为负，说明在现阶段中国，社会投资规模的增加可以显著抑制工业污染排放。

（二）稳健性检验

1.内生性检验

为缓解环境规制与工业污染排放之间可能存在的反向因果关系导致的内生性问题对回归结果的影响，本文参考杜龙政等［36］、丁斐等［37］方法，选取环境规制的滞后一期作为工具变量，使用两阶段最小二乘法（2SLS）进行稳健性检验，回归结果见表3第（1）（2）列。

表3回归结果显示，第（1）（2）列中Kleibergen-Paap rk LM检验和Kleibergen-Paap rk Wald F检验均拒绝了原假设，说明工具变量不存在识别不足和弱工具变量问题，工具变量的选取合理。在控制内生性问题的前提下，无论控制变量加入与否，环境规制的系数均显著为负，说明环境规制对工业污染排放的抑制作用依然存在，这与上文基准回归结果一致，中国环境规制“绿色红利”的存在性再次得以验证。

表3 工具变量与替代变量回归结果分析

2.替代变量

为进一步保证回归结果的稳健性，本文参考沈坤荣等［29］方法，选取工业二氧化硫去除率和工业烟（粉）尘去除率的算数平均值（er2）及其滞后一期（l.er2）作为环境规制的替代变量，验证环境规制对工业污染排放的作用。替代变量回归结果见表3第（3）（4）列。

由表3第（3）和第（4）列回归结果可以发现，在更换环境规制衡量方法后，环境规制回归系数仍显著为负，环境规制能够抑制污染排放，与上文结果一致，环境规制“绿色红利”效应的稳健性再次得以证实。

3.异质性检验

中国幅员辽阔，各地区经济发展状况存在差异。一方面，东、中、西部地区在经济发展水平、人力资本水平和科技创新能力上具有较大的差异［38］；另一方面，同一地区各个城市发展状况也不尽相同，从而导致环境规制对工业污染排放的影响或有不同。故本文在将全国地区分成东、中、西部的同时，参考陈诗一和陈登科方法［5］，将全国城市分为大、小城市，其中，一二三线城市为大城市，四五线城市为小城市。两种划分方式回归结果见表4。

表4 不同地区环境规制对工业污染排放回归结果

表4中（1）—（5）列回归结果显示，无论是将全国286个地级及以上城市按照东、中、西部划分，还是按照大、小城市划分，环境规制回归系数均显著为负，环境规制能够显著减少工业污染排放，与全国样本回归结果相同，这说明环境规制“绿色红利”的结论具有稳健性。

从地区差异来看，表4中（1）—（3）列回归系数显示了环境规制对污染排放的抑制作用，中部地区最大，西部次之，东部地区抑制作用最小。中国中部地区作为工业生产核心地区，环境规制强度的提升对中部地区工业企业污染排放的抑制作用最显著。东部地区经济起飞较早，具有较合理、完善的环境规制体系，同时东部地区较早进入后工业化时代，工业绿色转型程度高，因此环境规制强度提升对污染排放的抑制作用弱于中、西部地区。

从城市规模差异来看，表4中（4）和（5）列回归系数显示，环境规制对大城市污染排放的抑制作用弱于小城市，这可能与大城市居民对城市环境质量要求较高且环境规制强度长期较大有一定关联，大城市环境规制强度的提升空间与减排空间相较于小城市而言比较有限，导致环境规制强度的提升对大城市污染排放的抑制作用弱于小城市。

（三）环境规制“绿色红利”传导机制分析

以上研究结果表明，环境规制对工业污染排放存在显著的抑制作用。那么，环境规制是如何影响污染减排呢？根据前文分析，本节将从产业结构升级、创新能力和外商投资三个角度系统分析环境规制对工业污染排放的作用途径。为此，构建如下计量模型：

其中，mjit,j=1,2,3分别表示产业结构升级、创新能力和外商投资指标，通过加入交互项erit×mjit,j=1,2,3来分析环境规制与创新能力、产业结构和外商投资的互动作用对工业污染排放的影响。

产业结构升级（m1），借鉴邓光耀等［39］方法，构造产业结构升级指标：m2=r1×1+r2×2+r3×3。其中，r1、r2、r3分别指各城市第一、第二和第三产业产值占该城市地区生产总值的比重。创新能力指标（m2）的衡量使用各城市当年申请的发明数量、实用新型数量和外观设计数量之和，数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）。外商投资（m3）指标参考李虹和邹庆［40］衡量方法，使用各城市实际利用外商投资总额占GDP的比重来表示。具体回归结果见表5。

表5 环境规制“绿色红利”传导机制回归结果分析

表5第（1）列结果显示，环境规制与产业结构升级的交互项回归系数为负，且通过了5%的显著性水平检验，这表明环境规制能够促进社会产业结构升级来降低工业污染排放。从第（2）列回归结果看，环境规制与城市创新能力指标的交互项系数为负，且在5%的水平上显著。这表明环境规制的实施要与提高城市创新能力结合起来，能够提高城市创新能力，更好发挥环境规制减少工业污染排放的效果。第（3）列结果显示，环境规制与外商投资交互项系数为负，但结果不显著。非港澳台外商投资多来自美国、日本等发达国家，虽然这些国家工业企业具有较高的生产效率和污染治理效率［41］。但实证结果显示，中国现阶段环境规制无法通过加大外商投资来提高其对工业污染排放的作用。

五、环境规制“蓝色红利”实证结果分析

（一）基准回归结果分析

为确保环境规制对经济增长作用回归结果的稳定性，在基准回归分析中，选用双重固定效应模型，并逐步添加控制变量进行回归分析，具体回归结果如表6所示。

表6中（1）（2）列结果显示，无论是否加入控制变量，环境规制一次项系数均为正，且通过1%水平的显著性检验，这说明现阶段中国环境规制的实施能够促进经济增长，环境规制“蓝色红利”在中国存在，假说2得到验证。第（3）—（9）列结果显示，逐步加入控制变量，环境规制一次项系数均为正，二次项系数均为负，并且均在1%的水平上显著。这说明环境规制强度的逐步增大使经济增长呈先增长后下降的倒“U“型趋势，即当环境规制强度位于拐点左侧时，环境规制能够促进经济增长。但是，当政府实施环境规制过于严苛，超过拐点值时，环境规制将不利于经济增长。环境规制的实施可以刺激企业进行技术创新，提高自身竞争力，同时随着环境规制强度的提高，政府部门也会提供税收优惠等政策支持，推动企业技术创新。创新补偿效应能够降低产品成本，提升产品价值，从而促进企业发展。但环境规制过于严苛也会对经济发展产生负面影响。过于严苛的环境规制将导致环境税、排污许可证、污染监测等生产和运营成本大幅度提高，不利于企业生产经营；同时成本增加将推动产品售价上涨，导致产品需求下降，对企业发展产生不利影响。

表6 环境规制“蓝色红利”基准回归结果

控制变量方面：财政分权（fiscal）的系数显著为正，财政分权能够促进经济增长。地方政府财政自主权的提高虽然可能会加重工业污染排放，但对经济增长却有积极促进作用。人口密度（size）系数显著为负，对经济发展起负面作用。工业企业规模指标（density）系数为正，且通过了1%水平的显著性检验，意味着企业规模的提高，能够促进经济增长。资源丰裕度（resource）系数显著为正，表明现阶段中国资源丰裕度的提高能显著促进经济增长，“资源诅咒”现象在现阶段中国不明显。消费潜力（consume）系数显著为正。消费作为拉动经济增长的三驾马车之一，消费潜力的提升能够显著促进该城市经济增长。失业人数（unemploy）对经济发展影响显著为负，失业人数的增多将会阻碍经济的发展。

（二）稳健性检验

1.内生性检验

为缓解环境规制与经济增长之间可能存在的反向因果关系导致的内生性问题对回归结果的影响，本节与上文相同，选取环境规制的滞后一期作为工具变量，使用两阶段最小二乘法（2SLS）进行稳健性检验，回归结果见表7（1）（2）列。

表7回归结果显示，第（1）（2）列中Kleibergen-Paap rk LM检验和Kleibergen-Paap rk Wald F检验均拒绝了原假设，说明工具变量不存在识别不足和弱工具变量问题，工具变量的选取合理。在控制内生性问题的前提下，无论控制变量加入与否，环境规制一次项均显著为正、二次项系数均显著为负，环境规制与经济增长之间关系呈倒“U”型趋势，这与上文基准回归结果一致，结论具有稳健性。

2.替代变量

为进一步保证回归结果的稳健性，本节与上文相同，选取工业二氧化硫去除率和工业烟（粉）尘去除率的算数平均值及其滞后一期作为环境规制的替代变量，验证环境规制对经济增长的非线性关系。替代变量回归结果见上表7第（3）（4）列。

由表7回归结果可以发现，在更换环境规制衡量方法后，环境规制一次项回归系数仍显著为正，二次项系数显著为负，环境规制与经济增长的关系仍为倒“U”型，与上文结果一致，稳健性再次得以证实。

表7 内生性检验和环境规制替代变量回归结果

3.异质性检验

地区划分与上文相同，一是将全国样本分为东、中、西部地区，二是将全国城市分为大、小城市，来分析不同地区环境规制对经济增长的作用，结果见表8。

由表8中（1）—（5）列结果可见，不论是将全国分成东、中、西三部分，还是将其划分为大城市和小城市，环境规制一次项系数显著为正，二次项系数显著为负，环境规制对经济增长的影响均呈现倒“U”型趋势。在拐点左侧，环境规制的实施能够有效促进经济增长；而当环境规制过于严苛，其强度位于拐点右侧，将会对经济增长产生负面影响。

表8 不同地区环境规制对经济增长的作用分析

比较不同区域的拐点值，东、中、西三个地区的环境规制拐点值分别为0.664、0.730和0.887。这意味着，相对于东部地区，中西部地区环境规制强度具有较大的提升空间和潜力，即在较广的强度范围内，加强环境规制能够促进地区经济发展。大城市和小城市环境规制的拐点值分别为0.846和0.790。可能的原因在于，现阶段中国四、五线城市发展主要依靠当地中小型企业和资源型企业，过于严格的环境规制对其影响较大，故小城市环境规制强度拐点值小于大城市拐点值。

（三）环境规制“蓝色红利”传导机制分析

上文理论和实证分析可得，现阶段中国环境规制的实施对经济增长有显著促进作用，而这一现象是通过什么途径得以实现呢？与上文环境规制“绿色红利”传导机制相类似，本节将从产业结构升级、创新能力和外商投资三个角度分析环境规制对经济增长的作用途径。指标选取与上文相同，回归结果见表9。

表9 环境规制“蓝色红利”传导机制分析结果

表9第（1）列结果显示，环境规制与产业结构升级交互项（er×m1）系数不显著，说明现阶段中国环境规制没有通过推动产业结构升级来促进经济增长。第（2）列显示，环境规制与创新能力交互项（er×m2）的系数也不显著，这表明现阶段环境规制无法通过提升创新能力促进经济增长，环境规制的“挤出效应”可能较强。第（3）列结果显示，环境规制与外商投资交互项（er×m3）系数为正，并且通过了1%水平的显著性检验。这表明环境规制可以通过提高外商投资对经济增长发挥更好的促进作用。如上文阐释，外商投资多来自美国、日本等发达国家，企业具有较高的生产效率，可促进外资流入地的经济发展。

六、结论与政策建议

在经济高质量发展背景下，环境规制对污染排放和经济增长将产生怎样的影响，亦即环境规制的“双重红利”是否存在并以何种途径实现，一直备受社会各界关注。本文利用中国286个地级及以上城市数据，实证分析了环境规制对污染排放和经济增长的影响，并检验了环境规制“双重红利”的作用途径，结论如下：（1）现阶段，中国环境规制的实施存在“双重红利”效应，经过一系列稳健性检验，该结论依然成立；（2）环境规制的“蓝色红利”方面，加入环境规制的二次项发现，环境规制与经济增长呈现先促进后抑制的倒“U”型趋势；（3）产业结构升级和创新能力是环境规制对工业污染排放发挥抑制作用的重要途径，但未能对环境规制的“蓝色红利”发挥显著促进作用；外商投资能够提高环境规制对经济增长的促进作用，却对环境规制的“绿色红利”无明显作用。

上述分析结果对完善中国环境规制体系和实现环境保护和经济增长协同共进具有重要启示。

第一，合理制定环境规制强度，完善环境规制政策体系。现有环境规制的实施具有“双重红利”效应，随着环境规制强度的增大，可以有效抑制污染排放和促进经济发展。但环境规制强度与经济发展呈现倒“U”型趋势，环境规制强度过大，反而会抑制经济发展。政府相关部门应继续完善环境规制政策体系，合理制定环境规制强度，充分发挥环境规制“双重红利”效应。

第二，进一步完善以企业为主体，以市场为导向，产学研相结合的自主创新体系。创新能力提升能够提高环境规制对污染排放的抑制作用，应加大绿色技术创新的研发投入力度。绿色技术创新不应只注重末端污染处理技术创新，更应加快节能环保、清洁能源使用效率、生态效率等领域核心技术的突破，加大对知识产权保护程度，加大对企业技术创新费用的税前扣除力度，降低企业绿色技术创新成本，减少“挤出效应”，提高企业开展绿色技术创新积极性，营造良好的科技创新生态环境。

第三，加强政府引导，推动产业结构升级。产业结构升级能够有效提高环境规制的减排效应，各地区政府应循序渐进推动产业结构升级。政府部门应给予高附加值、高技术含量的行业政策上支持，例如针对高新技术企业税收优惠政策，增加研发补贴。同时，在第二产业内部进行优化，逐渐淘汰高耗能、高污染的行业企业；提高消费者的环保意识，鼓励消费者购买绿色产品，增加绿色环保企业竞争力，从而推动产业结构升级。

第四，合理制定和积极利用引进外资政策，提高引进外资质量。利用外商投资可以提高环境规制对经济的促进作用，但对环境规制“绿色红利”无明显作用。因此，政府利用外资的目标不应局限于拉动经济增长的数量，更应是拉动经济发展的质量和效益。政府部门应制定更加合理引进外资的政策，对于一些低层次和高污染、高耗能的外资设定明确严格的控制标准，以充分发挥外商投资对中国环境保护和经济发展的正向作用。